Luận án Ảnh hưởng của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đến lợi thế cạnh tranh và kết quả kinh doanh của doanh nghiệp: nghiên cứu trường hợp các VNPT địa bàn tỉnh, thành phố

ẩn; Hệ số tin cậy (Cronbach alpha - α): đo lường tính kiên định nội tại xuyên suốt tập hợp các biến quan sát của các câu trả lời. Mức độ phù hợp của mô hình được đánh giá bởi độ tin cậy của thang đo là phương sai trích (ρc > 0,5) hoặc phương sai trích trung bình (ρvc)> 0,5; hoặc độ tin cậy (α ≥ 0,6). - Tính đơn hướng (Unidimensionality) của thang đo: mỗi biến quan sát được sử dụng để đo lường một biến tiềm ẩn duy nhất (Harris, 1985). - Giá trị hội tụ (Convergent validity): sau những đo lường được lặp lại, giá trị đo lường khái niệm nghiên cứu thể hiện tính tương quan chặt chẽ lẫn nhau. Theo Gerbing và Anderson (1988), nếu các trọng số tải chuẩn hóa các biến quan sát đều lớn hơn (> 0,5) và có ý nghĩa thống kê, tức P < 0,05 thì thang đo được xem là đạt giá trị hội tụ. - Giá trị phân biệt (Discriminant validity): giữa các khái niệm trong mô hình nghiên cứu có sự khác biệt, nghĩa là khi hệ số tương quan giữa các khái niệm nghiên cứu đều khác 1 và có ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 0,05. Các khái niệm được kiểm định theo từng cặp sẽ có nhiều ưu điểm hơn về việc đánh giá, vì khi có sự tham gia của một khái niệm khác sẽ có sự thay đổi giữa hệ số tương quan. Khi khái niệm kiểm định là bậc cao, việc so sánh hệ số tương quan giữa hai thành phần thang đo và hệ số tương quan giữa chúng trong cùng một khái niệm là được cho phép. Thông qua mô hình tới hạn (Saturated model) có thể kiểm định giá trị phân biệt giữa các thang đo, tuy nhiên yêu cầu cỡ mẫu lớn vì các tham số ước lượng tăng cao. - Giá trị liên hệ lý thuyết (Nomological validity): là sự phù hợp giữa mô hình nghiên cứu tại không gian nghiên cứu với mô hình lý thuyết đã xây dựng. Tuy nhiên, khi đánh giá các tiêu chí trên, phương pháp ước lượng được sử dụng phổ biến là ML (Maximum Likelihood) vì nó cho phép phân phối của các biến quan sát lệch ít so với phân phối chuẩn đa biến, nhưng các Kurtoses và Skewnesses của nó đều nằm trong phạm vi [-1, +1] (Muthen và Kaplan, 1985). 3.3.3.3. Kiểm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu Các tiêu chuẩn kiểm định SEM được áp dụng tương tự như trong phân tích CFA. Trong trường hợp này, tác giả sử dụng Bootstrap là phương pháp kiểm định lại các tham số ước lượng theo cỡ mẫu ban đầu, mẫu lặp lại với cỡ mẫu lớn hơn. Phương pháp Bootstrap dùng đánh giá độ tin cậy của các tham số ước lượng trong mô hình nghiên cứu đã được ước lượng bằng phương pháp ước lượng ML. 3.4. Phân tích cấu trúc đa nhóm Phân tích cấu trúc đa nhóm được sử dụng để kiểm định có hay không sự khác biệt về mô hình lý thuyết theo các phân nhóm của các biến định tính (như: nhóm nam và nhóm nữ trong biến giới tính; các nhóm tuổi, vv.).” Phương pháp phân tích đa nhóm gồm phương pháp khả biến và bất biến. Trong phương pháp khả biến, các tham số ước lượng không bị ràng buộc (hình 3.1). Trong phương pháp bất biến từng phần, các thành phần đo lường không bị ràng buộc nhưng giữa các khái niệm có mối quan hệ bị ràng buộc và có giá trị như nhau (hình 3.2). Hình 3. 3. Mô hình khả biến (Nguồn: phân tích của tác giả) : Hình 3. 4. Mô hình bất biến (Nguồn: phân tích của tác giả) Trong phương pháp phân tích cấu trúc đa nhóm dựa trên phương pháp ước lượng tối ưu ML; Chi-bình phương được dùng để kiểm định sự khách biệt giữa hai mô hình khả biến và bất biến theo quy trình mô tả phía dưới, và hàm tương tích F là hàm tổng hợp (general fit funtion)7 Bước 1: Ước lượng mô hình khả biến Bước 2: Ước lượng mô hình bất biến Bước 3: So sánh sự khác biệt giữa mô hình khả biến và bất biến thông qua kiểm định hai giả thuyết: H0: Không có sự khác biệt giữa Chi-bình phương của mô hình khả biến và bất biến; H1: Có sự khác biệt giữa Chi-bình phương của mô hình khả biến và bất biến Kết quả kiểm định, nếu H0 được chấp nhận (P > 0,05), và có số bậc tự do cao hơn, nên mô hình bất biến được chọn. Nghĩa là, giữa các nhóm của biến định tính không có sự khác nhau trong việc giải thích các biến trong mô hình. Ngược lại, nếu H0 bị từ chối (P ≤ 0,05, tức chấp nhận H1), và có độ tương thích cao hơn nên mô hình khả biến được chọn (). Tức là, có sự khác nhau giữa các nhóm trong việc giải thích mô hình (Nguyễn Đình Thọ và Nguyễn Thị Mai Trang, tr. 208). Trong nghiên cứu này, phân tích cấu trúc đa nhóm được sử dụng để kiểm định có hay không sự khác biệt về ảnh hưởng của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đến lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực và kết quả kinh doanh của các doanh nghiệp VNPT theo hai thuộc tính: Một là, các vùng, miền và khu vực (thành phố; đồng bằng; trung du, cao nguyên và miền núi) của mạng lưới VNPT; Hai là, các đặc điểm nhân khẩu học của cán bộ, nhân viên được khảo sát. Tóm tắt chương 3 Để thực hiện một quá trình nghiên cứu, chúng ta cần thực hiện qua 3 bước: nghiên cứu sơ bộ, định lượng sơ bộ và nghiên cứu chính thức. Nghiên cứu sơ bộ bao gồm thiết kế nghiên cứu định tính và kết quả phát triển thang đo. Khi thực hiện nghiên cứu định tính ta sẽ thực hiện 2 kỹ thuật chính là kỹ thuật thảo luận nhóm tập trung và thiết kế bảng câu hỏi để kiểm tra mức độ thông tin của các đáp viên. Kết quả quả phát triển thang đo sẽ tuận theo các tiêu chí: Thang đo hoạt động chức năng của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực, gồm 06 thành phần: xác định công việc, tuyển dụng, đào tạo, đánh giá kết quả công việc của nhân viên, lương, thưởng và hoạch định nghề nghiệp - thăng tiến; Thang đo sư tham gia của nhân viên; Thang đo hoạt động đội, nhóm; Thang đo hoạt động dẫn dắt, khuyến khích sự thay đổi; Thang đo lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực. Định hướng sơ bộ: được tiến hành dựa trên phân tích dữ liệu thông qua phương pháp hệ số tin cậy Cronbach Alpha và EFA (Exploratory Factor Analysis) bằng các tiêu chuẩn: Barlett, hệ số KMO, tiêu chuẩn rút trích, tiêu chuẩn hệ số tải nhân tố. Từ các kết quả của EFA, tác giả hiệu chỉnh bản câu hỏi định lượng sơ bộ thành bản câu hỏi sử dụng cho định lượng chính thức bằng những giả thuyết H1-H3. Nghiên cứu chính thức bao gồm các bước: Thiết kế mẫu nghiên cứu dựa trên phương pháp lấy mẫu thuận tiện kết hợp doanh thu và kích thước mẫu; Thu thập thông tin mẫu nghiên cứu: trực tiếp, email và Google Dos; Phân tích dữ liệu nghiên cứu (dựa trên đánh giá sợ bộ, kiểm định thang đo bằng phân tích nhân tố khẳng định thông qua các thuộc tính và kiểm định mô hình nghiên cứu và các giả thuyết nghiên cứu: bằng phương pháp phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính); và phân tích cấu trúc đa nhóm bằng việc sử dụng phương pháp ước lượng tối ưu hay hàm tương thích F là hàm tổng hợp (gồm có 3 bước: “ước lượng mô hình khả biến, ước lượng mô hình bất biến và so sánh sự khác biệt giữa 2 mô hình khả biến và bất biến thông qua kiểm định giả thuyết”). Tất cả các bước trên đều có sự liên kết một cách chặt chẽ và liền mạch, chúng gắn kết với nhau bằng mối quan hệ bổ trợ. Do đó, ta nên tiến hành các bước một cách kĩ lưỡng và rõ ràng trên từng chi tiết để giảm thiểu sai số, tăng độ chính xác trong việc nghiên cứu và lấy thông tin khi thực hiện khảo sát và phân tích. CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Trong chương 4, luận án trình kết quả nghiên cứu của đề tài. Một số kết quả chính của luận án được trình bày: đặc điểm mẫu nghiên cứu chính thức, kết quả kiểm định thang đo thông qua hệ số Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá EFA, phân tích nhân tố khẳng định CFA, phân tích mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM) và phân tích Bootstrap. Ngoài ra, luận án kiểm định sự khác biệt kết quả kinh doanh qua đặc điểm nhân khẩu học của các doanh nghiệp VNPT. 4.1. Thông tin về mẫu nghiên cứu Từ 940 bản câu hỏi được phát ra, tác giả thu về 812 bản câu hỏi (đạt tỉ lệ 86,38%). Sau khi loại bỏ các bảng câu hỏi có nhiều ô thiếu thông tin, hoặc nhiều hơn một ô trả lời, hoặc có cơ sở để xác định không đáng tin cậy (chọn cùng một, hoặc hai mức độ trả lời cho tất cả các câu hỏi), số bản câu hỏi đáp ứng yêu cầu còn lại là 773 (đạt tỉ lệ 82,23% số bản câu hỏi phát ra), được phân bố theo các vùng của mạng lưới VNPT và đặc điểm nhân khẩu học của đáp viên được phỏng vấn như sau (bảng 4.1 và 4.2). Bảng 4. 1. Thông tin mẫu nghiên cứu theo các vùng và các tỉnh, thành phố Tên vùng Mã vùng Tỉnh, thành phố Mã tỉnh, thành phố Kích thước mẫu Tỉnh, Thành phố vùng % so với định mức Trung du và miền núi phía Bắc 01 Lai Châu LCU 24 70 112,90 Thái Nguyên TNN 23 Yên Bái YBI 23 Đồng bằng sông Hồng 02 Hà Nam HNM 66 206 98,56 Hà Nội HNI 72 Nam Định NDH 68 Bắc Trung Bộ và Duyên hải miền Trung 03 Phú Yên PYN 43 119 110,59 Quảng Bình QBH 40 Thanh Hóa THA 36 Tây Nguyên 04 Đắc Lắc DLC 13 35 112,90 Gia Lai GLI 11 Kon Tum KTM 11 Đông Nam Bộ 05 Bình Dương BDG 76 234 102,63 Bình Phước PHC 70 TP. HCM SGN 88 Đồng bằng sông Cửu Long 06 Cà Mau CMU 41 109 104,80 Hậu Giang HGG 36 Tiền Giang TGG 32 Cộng 773 773 103,07 (Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu nghiên cứu) Kết quả trên bảng 4.1 cho thấy kích thước mẫu thực tế cho thấy, trừ đồng bằng sông Hồng số mẫu đạt yêu cầu thu được thấp hơn so với định mức (bằng 98,56% định mức), các vùng khác đều vượt định mức. Tuy nhiên, mức thấp hơn và vượt định mức không quá lớn, vì vậy có thể nói kích thước phù hợp với yêu cầu đã xác định. Kết quả thống kê mẫu nghiên cứu theo các đặc điểm nhân khẩu học (bảng 4.2) cho thấy có sự chênh lệch khá lớn kích thước các nhóm mẫu theo các đặc điểm trình độ học vấn, chức vụ và thâm niên. Tuy nhiên, kích thước của nhóm mẫu nhỏ nhất là đối tượng Giám đốc và Phó Giám đốc (N=31) cũng vừa đủ lớn (N ≥ 30) theo nguyên tắc thống kê. Hơn nữa theo ý kiến của các thành viên tham gia nghiên cứu định tính, thì cơ cấu mẫu theo các đặc điểm nhân học như vậy là phù hợp với cơ cấu nhân sự thực tế tại các các doanh nghiệp VNPT. Kết quả kiểm định tính phân phối qua các chỉ số Skewness và Kurtosis, hầu hết các chỉ số của các biến quan sát đều nằm trong khoảng [-1; +1], một số ít nằm trong giới hạn [-2; +2], chứng tỏ, các biến quan sát tuân theo phân chuẩn. Vì thế, cho phép áp dụng các kỹ thuật định lượng bằng phương pháp phân tích phương sai để ước lượng các tham số trong kiểm định thang đo, mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu. Bảng 4. 2. Thông tin mẫu nghiên cứu theo các đặc điểm nhân khẩu học Các đặc điểm nhân khẩu học Tần số Tần suất Giới Tính Nam 434 56,1 Nữ 339 43,9 Cộng 773 100 Độ tuổi 20 - 35 299 38,7 36 - 50 406 52,5 Trên 50 68 8,8 Cộng 773 100 Học vấn Chưa học qua cao đẳng 141 18,2 Cao đẳng - đại học 589 76,2 Trên đại học 43 5,6 Cộng 773 100 Chức vụ Giám đốc và phó giám đốc 31 4,0 Trưởng, phó các phòng ban 116 15.0 Chuyên viên 207 26,8 Nhân viên văn phòng 348 45,0 Công nhân 71 9,2 Cộng 773 100 Thâm niên công tác tại VNPT Dưới 5 năm 96 12,4 Từ 5 - dưới 10 năm 154 19,9 Từ 10 - dưới 20 năm 433 56,0 Từ 20 năm trở lên 90 11,6 Cộng 773 100 (Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu khảo sát của tác giả) 4.2. Đánh giá sơ bộ thang đo bằng Cronbach Alpha và EFA Kết quả đánh giá các thang đo bằng Cronbach alpha cho thấy, các thang đo đều đạt độ tin cậy (Cronbach alpha >0.6 và hệ số tương quan biến-tổng >0.3). Bảng 4. 3. Kết quả đánh giá sơ bộ các thang đo bằng Cronbach Alpha STT Thang đo Ký hiệu Số biến quan sát Hệ số Conbach alpha Hệ số tương biến-tổng 1 Xác định công việc CV 4 0,880 0,701 – 0,758 2 Tuyển dụng TD 5 0,944 0,796 – 0,891 3 Đào tạo DT 4 0,910 0,786 – 0,819 4 Đánh giá nhân viên DG 5 0,911 0,700– 0,836 5 Lương – Thưởng LT 4 0,910 0,772– 0,844 6 Hoạch định nghề nghiệp và thăng tiến TT 4 0,922 0,758 – 0,867 7 Sự tham gia TG 3 0,892 0,766 – 0,810 8 Hoạt động đội nhóm DN 4 0,925 0,800– 0,878 9 Môi trường làm việc MT 5 0.,881 0,502– 0,868 11 Chất lượng nhân viên CL 5 0,900 0,680 – 0,791 12 Hành vi nhân viên HV 4 0,924 0,787 – 0,863 13 Kết quả kinh doanh KQ 5 0,901 0,423 – 0,770 (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Kết quả EFA thang đo các thành phần của khái niệm thực tiễn quản trị nguồn nhân lực cho thấy: - Chỉ số KMO = 0,958 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu phân tích phù hợp để EFA - 38 biến quan sát được rút trích vào 8 nhân tố tại Eigenvalue = 1,002 và tổng phương sai trích đạt 70,761%. Trong đó, ngoài 7 nhân tố giữ nguyên gốc 7 thành phần của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực trước khi EFA, thì 2 thành phần hoạch định nghề nghiệp - thăng tiến và sự tham gia được rút trích vào một nhân tố. Sau khi loại lần lượt biến TT2 có hệ số tải nhân tố không đạt yêu cầu (λ = 0,344 <0,4) và TT1 có chênh lệch hệ số tải giữa các nhân tố không đạt tiêu chuẩn < 0,3, kết quả EFA lần 2 cho thấy: Bảng 4. 4. Kết quả EFA thang đo các thành phần của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực Các biến quan sát Các nhân tố 1 2 3 4 5 6 7 8 CV1 0,595 CV2 -0,114 0,854 CV3 0,101 0,829 CV4 -0,108 0,716 TD1 0,904 TD2 0,758 0,104 0,106 TD3 0,690 0,130 0,118 TD4 0,968 TD5 0,949 DT1 0,840 -0,116 DT2 0,981 DT3 0,791 0,151 DT4 0,837 0,152 DG1 -0,149 0,745 0,107 DG2 0,127 0,102 0,150 0,569 DG3 0,811 DG4 0,117 0,781 DG5 0,866 LT1 0,909 LT2 0,940 LT3 0,705 LT4 0,734 0,113 TT4 0,242 0,265 0,487 TT3 0,228 0,327 0,368 TG1 0,791 TG2 0,131 -0,102 0,904 TG3 0,872 DN1 0,830 -0,128 DN2 0,842 0,151 DN3 0,803 -0,106 0,102 0,129 DN4 0,967 MT1 0,758 0,116 MT2 0,838 MT3 0,612 0,140 MT4 0,748 -0,111 MT5 0,687 0,197 -0,108 Engenvalue 17,455 2,508 1,624 1,558 1,432 1,207 1,109 1,001 Phương sai trích 47,707 6,195 3,819 3,504 3,209 2,532 2,268 2,005 Cronbach alpha 0,944 0,881 0,920 0,925 0,910 0,910 0,906 0,880 (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) - Chỉ số KMO = 0,956 với giá trị sig = 0,000 chứng tỏ dữ liệu phân tích phù hợp để EFA. - 37 biến quan sát (sau khi đã loại TT1 và TT2) được rút trích vào 8 nhân tố như EFA lần đầu tại Eigenvalue = 1,001, tổng phương sai trích đạt 71,240%, đồng thời các hệ số Cronbach alpha được kiểm tra lại đều đạt yêu cầu (bảng 4.4). Tuy nhiên, nhân tố kết hợp 2 thành phần hoạch định nghề nghiệp - thăng tiến có biến TT4 có hệ số tải nhân tố không đạt yêu cầu (λ = 0,368 <0,4) và biến TT3 có chênh lệch hệ số tải giữa các nhân tố không đạt tiêu chuẩn < 0,3. Nếu tiếp tục loại biến TT4 tổng phương sai trích giảm còn 69, 002%, nếu loại biến TT3 tổng phương sai trích giảm còn 69,032 %, vì thế tác giả quyết định giữ lại biến TT3 và TT4 để đưa vào phân tích CFA. Kết quả EFA thang đo các thành phần của khái niệm lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực và kết quả kinh doanh cho thấy: Bảng 4. 5. Kết quả EFA thang đo các thành phần của lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực và kết quả kinh doanh Các biến quan sát Các nhân tố 1 2 3 CL1 0,812 CL2 0,208 0,623 CL3 0,937 CL4 0,796 HV1 0,920 HV2 0,760 HV3 0,938 HV4 0,791 KQ1 0,610 0,239 KQ2 0,652 0,138 KQ3 0,938 KQ4 0,947 KQ5 0,766 Engenvalue 6,816 2,131 1,031 Phương sai trích 50,172 14,154 5,923 Cronbach alpha 0,901 0,880 0,894 (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) - Chỉ số KMO = 0,906 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu phân tích phù hợp để EFA - 14 biến quan sát được rút trích vào 3 nhân tố nguyên gốc các thành phần trước khi thực hiện EFA tại Eigenvalue = 1,033 và tổng phương sai trích đạt 69,561%. Tuy nhiên, biến biến CL5 có chênh lệch hệ số tải giữa các nhân tố không đạt tiêu chuẩn < 0,3. Sau khi loại biến CL5, kết quả EFA lần 2 cho thấy: - Chỉ số KMO = 0,895 với giá trị sig = 0,000, chứng tỏ dữ liệu phân tích phù hợp để EFA - 13 biến quan sát được rút trích vào 3 nhân tố giữ nguyên gốc các thành phần trước khi thực hiện EFA tại Eigenvalue = 1,031 và tổng phương sai trích đạt 70,249%, các hệ số tải nhân tố, đồng thời các hệ số Cronbach alpha được kiểm tra lại đều đạt yêu cầu, vì thế kết quả này được chấp nhận để đưa vào phân tích CFA. Như vậy, kết quả đánh giá sơ bộ các thang đo bằng Cronbach Alpha và EFA cho thấy: - 2 biến quan sát TT1 và TT2 của tiểu thành phần hoạch định nghề nghiệp – thăng tiến bị loại bỏ, 2 biến quan sát còn lại là TT3 (được tạo điều kiện thuận lợi phát triển nghề nghiệp) và TT4 (có nhiều cơ hội thăng tiến) sáp nhập vào thành phần sự tham gia. Đây chính là điều kiện thuận lợi cho hoạt động tham gia, đồng thời khuyến khích nhân viên tham gia vào các công việc của doanh nghiệp. Nghĩa là, khái niệm sự tham gia được phổ quát hơn, vì thế thế tác giả quyết định tên gọi của thành phần này sau khi EFA vẫn được giữ nguyên là sự tham gia. - Các thành phần còn lại đo lường các khái niệm được giữ nguyên như trước khi Cronbach alpha và EFA, nhưng thang đo chất lượng nguồn nhân lực bị loại biến CL5. Với kết quả này, các giả thuyết nghiên cứu vẫn được giữ nguyên như trước khi Cronbach alpha và EFA, nhưng so với trước khi thực hiện nghiên cứu chính thức (hình 3.2), thành phần hoạch định nghề nghiệp – thăng tiến bị loại khỏi mô hình nghiên cứu. Bảng 4. 6. Kết quả EFA thang đo các thành phần của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực, lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực và kết quả kinh doanh Biến quan sát 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 CV1 0.619 CV2 0.751 CV3 0.730 CV4 0.700 TD1 0.741 TD4 0.736 TD5 0.686 DT2 0.573 DT3 0.676 DT4 0.664 DG1 0.579 DG2 0.674 DG3 0.683 DG4 0.678 LT2 0.624 LT3 0.654 LT4 0.607 TG1 0.673 TG2 0.762 DN1 0.744 DN3 0.815 DN4 0.795 MT1 0.635 MT2 0.668 MT4 0.609 MT5 0.686 CL1 0.727 CL2 0.723 CL4 0.738 CL5 0.733 HV1 0.697 HV3 0.773 HV4 0.736 KQ1 0.758 KQ2 0.777 KQ5 0.712 Eigenvalue 15.91 3.285 1.703 1.544 1.298 1.189 1.165 1.135 1.095 1.045 1.025 Phương sai lũy kế 42.99 51.87 56.48 60.65 64.16 66.37 67.04 69.91 71.79 73.66 75.67 (Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu của tác giả) Giá trị KMO của kiểm định Bartlett bằng 0,844 > 0,5 và < 1 và giá trị Sig bằng 0,000 < 0.05 nên dữ liệu khảo sát phù hợp. Giá trị Eigen được rút trích tại vị trí thứ 11 bằng 1.025 > 1 và phươn sai trích lũy kế bằng 75,67 > 50%. Các hệ số tải của các biến quan sát đều lớn 0,5. Do đó, các thành phần của thực tiễn quản trị nguồn nhân lực, lợi thế cạnh tranh và kết quả kinh doanh đảm bảo tính hội tụ và phân biệt. Do đó, các thang đo đảm bảo đều kiện phân tích ở bước CFA. 4.3. Kiểm định thang đo bằng CFA 4.3.1. Kết quả CFA thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực Kết quả CFA thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực dạng chuẩn hóa cho thấy các chỉ số cơ bản đo lường độ phù hợp của mô hình thang đo là Chisquare/df (=5,380) GFI (=0,803), TLI (=0,889) đều chưa đạt yêu cầu, chứng tỏ mô hình chưa phù hợp với dữ liệu thị trường. Sau khi loại các biến (TD2, TD3, DT1, LT1, TG3, DN2, MT3) có tương quan giữa các sai số (chỉ số Modification Index - MI) cao, kết quả CFA lần 2 cho thấy, mặc dù p <0,05 (=0, 001), song các chỉ số Chisquare/df (=2,882), GFI (=0,927), TLI (=0,961), CFI (=0,967), RMSEA (=0,049) đều đạt yêu cầu (hình 4.1), chứng tỏ mô hình thang đo phù hợp với dữ liệu thị trường. Hình 4. 1. Kết quả CFA thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực (Nguồn: phân tích dữ liệu của tác giả) Các trọng số hồi qui (Standardized Regression Weights) đều đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0,5 (thấp nhất là λDG1 =0,694) và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), chứng tỏ các biến quan sát của thang đo đạt giá trị hội tụ. Các hệ số tương quan (Crrelations) giữa các thành phần của khái niệm thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đều nhỏ hơn 1 (cao nhất là DG↔LT =0,777) và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), chứng tỏ các thành phần của khái niệm thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đạt giá trị phân biệt. Các thang đo đều có giá trị độ tin cậy tổng hợp; phương sai trích và hệ số Cronbach alpha đạt yêu cầu, chứng tỏ thang đo khái niệm thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đạt giá trị và độ tin cậy. Kết quả ước lượng ML phương sai các sai số của các tham số cần ước lượng và các khái niệm trong mô hình thang đo cho thấy không có hiện tượng Heywood Hiện tương Heywood xuất hiện khi có một hay nhiều phương sai của các sai số nhận giá trị âm (Heywood 1931). ở bất kỳ sai số nào và các sai số chuẩn đều < |2,58|. Vì thế, kết quả CFA mô hình thang đo khái niệm thực tiễn quản trị nguồn nhân lực được chấp nhận. 4.3.2. Kết quả CFA thang đo lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực Kết quả CFA thang đo lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực và kết quả kinh doanh cho thấy chỉ các số cơ bản đo lường độ phù hợp của mô hình thang đo là GFI (=0,938), TLI (=0,945), CFI (=0,962) đạt yêu cầu. Tuy nhiên, chỉ số Chisquare/df (=10,432), ) và RMSEA (=0,111) không đạt yêu cầu, đồng thời nhiều chỉ số MI (Modification Index) đo lường tương quan giữa các sai số của các biến còn rất cao, vì thế có thể các thang đo không đạt tính đơn hướng. Sau khi loại các biến (CL3, HV2) có tương quan giữa các sai số (MI) cao, kết quả CFA lần 2 cho thấy, mặc dù p < 0,05 (=0,001) và chỉ số Chisquare/df còn khá coo (=4,873), song các chỉ số GFI (=0,985), TLI (=0,981), CFI (=0,990), RMSEA (=0,071) đều đạt yêu cầu (hình 4.2), chứng tỏ mô hình thang đo phù hợp với dữ liệu thị trường. Hình 4. 2. Kết quả CFA thang đo lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực (Nguồn: phân tích dữ liệu bằng phần mềm Amos của tác giả) Các trọng số hồi qui (Standardized Regression Weights) đều đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0,5 (thấp nhất là λCL1 =0,735) và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), chứng tỏ các thang đo đạt giá trị hội tụ. Hệ số tương quan (Crrelations) giữa hai thành phần của khái niệm lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực nhỏ hơn 1 (CL↔ HV=0,742) và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), chứng tỏ các thành phần của khái niệm lợi thế cạnh tranh đạt giá trị phân biệt. Các thang đo có giá trị độ tin cậy tổng hợp; phương sai trích và hệ số Cronbach alpha đều đạt yêu cầu (bảng 4.6), chứng tỏ các thang đo khái niệm lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực đạt giá trị và độ tin cậy. Kết quả ước lượng ML phương sai các sai số của các tham số cần ước lượng và các khái niệm trong mô hình thang đo cho thấy không có hiện tượng Heywood ở bất kỳ sai số nào và các sai số chuẩn đều < |2,58|. Vì thế, kết quả CFA mô hình thang đo khái niệm lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực được chấp nhận. 4.3.3. Kết quả CFA mô hình đo lường tới hạn Hình 4. 3. Kết quả CFA mô hình tới hạn (Nguồn: phân tích dữ liệu bằng phần mềm Amos của tác giả) Kết quả CFA mô hình tới hạn cho thấy chỉ các số cơ bản đo lường độ phù hợp của mô hình thang đo là TLI (=0,911), CFI (=0,917), RMSEA (=0,063) đạt yêu cầu. Tuy nhiên, chỉ số Chisquare/df (=4,088), còn khá cao và GFI (=0,841) chưa đạt yêu cầu, đồng thời nhiều chỉ số MI (Modification Index) đo lường tương quan giữa các sai số của các biến còn rất cao, vì thế có thể các thang đo không đạt tính đơn hướng. 4.3.3.1. Kiểm định mức độ phù hợp của dữ liệu Sau khi loại các biến KQ3 và KQ4, kết quả CFA lần 2 cho thấy, mặc dù p 0,9), song các chỉ số TLI (=0,936, CFI (=0,942), RMSEA (=0,054) đều đạt yêu cầu (hình 4.3), chứng tỏ mô hình thang đo các khái niệm phù hợp với dữ liệu thị trường. 4.3.3.2. Kiểm định giá trị hội tụ Các trọng số hồi qui (Standardized Regression Weights) đều đạt tiêu chuẩn lớn hơn 0,5 (thấp nhất là λKQ5=0,608 và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), chứng tỏ các biến quan sát của thang đo đạt giá trị hội tụ. 4.3.3.3. Kiểm định giá trị phân biệt Hệ số tương quan (Crrelations) giữa các khái niệm đều nhỏ hơn 1 (quản trị nguồn nhân lực ↔ lợi thế cạnh tranh = 0,736; quản trị nguồn nhân lực↔KQKD = 0,593; KQKD↔lợi thế cạnh tranh = 0,650) và có ý nghĩa thống kê (p<0,001), minh chứng các khái niệm trong mô hình đạt giá trị phân biệt. 4.3.3.4. Kiểm định giá trị độ tin cậy, độ tin cậy tổng hợp và phương sai trích Các thang đo có giá trị độ tin cậy tổng hợp; phương sai trích và hệ số Cronbach alpha đều đạt yêu cầu (bảng 4.7), chứng tỏ thang đo các khái niệm trong mô hình lý thuyết đạt giá trị và độ tin cậy. Kết quả cho thấy độ tin cậy tổng hợp của các thành phần đo lường thực tiễn quản trị nguồn nhân lực đều lớn hơn 0,6 (dao động từ 0,8 đến 0,94), độ tin cậy tổng hợp của lợi thế cạnh tranh và kết quả kinh doanh lớn hơn 0,6. Do đó, các thang đo trong mô hình nghiên cứu đảm bảo độ tin cậy. Trung bình phương sai trích (AVE) của các thang đo thực tiễn quản trị nguồn nhân lực, lợi thế cạnh tranh và kết quả kinh doanh đều lớn hơn 0.5 nên tính hội tụ của các thang đo đều được đảm bảo. Bảng 4. 7. Kết quả kiểm định độ tin cậy của các thang đo Khái niệm Thành phần Số biến quan sát Độ tin cậy Giá trị α ρc (CR) ρvc (AVE) Thực tiễn quản trị nguồn nhân lực Xác định công việc (CV) 4 0,88 0,88 0,65 Đạt yêu cầu Tuyển dụng (TD) 3 0,93 0,94 0,83 Đào tạo (DT) 3 0,89 0,89 0,73 Đánh giá (DG) 4 0,89 0.80 0,67 Lương thưởng (LT) 3 0,89 0,89 0,74 Sự tham gia (TG) 2 0,84 0,85 0,74 Hoạt động đội nhóm (DN) 3 0,90 0,91 0,76 Môi trường làm việc (MT) 4 0,87 0,87 0,63 lợi thế cạnh tranh về nguồn nhân lực Chất lượng nguồn nhân lực (CL) 3 0,85 0,86 0,67 Hành vi nguồn nhân lực (HV) 3 0,91 0,91 0,78 Kết quả kinh doanh (KQKD) 3 0,83 0,85 0,69 (Nguồn: Kết quả phân tích